西安市皂河流域降雨徑流估算及其特性分析

趙 靜,寧有豐,沈 冰

(西安理工大學(xué) 教育部西北水資源與環(huán)境生態(tài)重點實驗室,西安 710048)

0 引 言

城市化的不斷加劇,產(chǎn)生了一系列的問題,由此而引發(fā)的水文問題也較為突出[1]。下墊面特性的改變、排水系統(tǒng)的管網(wǎng)化及城市河道的人工整治等因素造成了城市徑流特性的改變,對城市徑流的研究顯得尤為重要。

皂河是渭河的一級支流,發(fā)源于西安市長安區(qū)境內(nèi),流經(jīng)長安區(qū)、在下塔坡流入西安市,于草灘農(nóng)場匯入渭河。皂河全長約32 km,其中西安市城區(qū)段長約27 km,流域面積約260 km2。皂河是西安市南郊、西郊雨洪排泄的出路,貫穿西安市部分中心區(qū),承擔(dān)著西安市排污功能,據(jù)調(diào)查沿途有16條城市雨水管網(wǎng)匯入,一直以來河里流動的幾乎全部是生活污水和工業(yè)廢水。因此皂河污染較為嚴(yán)重,但皂河入渭污染物總量往往難以計算,主要原因是對其徑流特性的研究偏少,本文運用徑流系數(shù)法推求流域降雨徑流,并研究其特性,在一定程度上彌補因資料缺乏而無從研究這一缺陷,為以后更加深入的研究奠定了基礎(chǔ)。

1 資料與方法

皂河上未設(shè)立水文站,流量數(shù)據(jù)無從獲得。因此,本文中應(yīng)用徑流系數(shù)法根據(jù)流域內(nèi)降雨資料和下墊面狀況推求徑流[2-3]:

式中R為徑流深(mm);P為降雨量(mm);F為面積(km2);W為徑流量(m3)。

首先將流域分為上、下游兩部分,上游用長安氣象站的降雨量資料(1971～2008年);下游用西安市市區(qū)氣象站的降雨量資料 (1971～2008年),并且不同下墊面的徑流系數(shù)的選取有所不同,具體見表1。

表1 流域不同下墊面面積及徑流系數(shù)Table 1 Area and runoff coefficient of different underlying surfaces in the basin

2 數(shù)據(jù)分析

上述方法求得1971～2008年的年徑流序列,其統(tǒng)計量:多年平均年徑流量為0.45×108m3,最大極值和最小極值分別出現(xiàn)在1983、1995年,極值比為2.85,CV值為0.16,說明徑流量年際變化不大。

2.1 趨勢分析

對于年徑流序列的趨勢特性,采用5 a滑動平均及肯德爾趨勢檢驗法[4-5]進行分析。年徑流過程及其線性趨勢和5 a滑動平均,見圖1。

圖1 年徑流過程及其趨勢和5 a滑動平均Fig.1 Sequence of annual runoff and its linear trend and 5-years running mean

趨勢分析研究的是時間序列的順序遞增或遞減的變化規(guī)律,肯德爾趨勢檢驗是非參數(shù)檢驗方法。此處給定顯著水平α=0.05,得出徑流量的檢驗統(tǒng)計量U=-0.088,|U|=0.088＜Uα/2=1.96,則可認(rèn)為年徑流量略呈下降趨勢,但不顯著。

由圖1可見,總體趨勢基本持平,說明多年情況下,年徑流量變化不大。其中1983年和2004年出現(xiàn)極大值,20世紀(jì)70年代中期至80年代中期徑流量有所增加,80年代至21世紀(jì)初呈減少趨勢,之后開始有增大的趨勢。圖1中徑流量變化有增有減,呈現(xiàn)一定的周期特性,下面予以分析。

2.2 周期分析

研究年徑流的變化規(guī)律,周期分析尤為重要。用于周期分析的方法較多,其中小波分析應(yīng)用非常廣泛,徑流量的變化在時域中具有多層次時間尺度結(jié)構(gòu)和局部變化特征,大多文獻(xiàn)中小波分析取得較好的效果[6-7]。

徑流序列是一離散化的過程,采用與之匹配的離散小波變換方法。首先將徑流序列標(biāo)準(zhǔn)化,小波函數(shù)用Morlet小波:

繪制小波變換系數(shù)實部的時頻分布,并計算小波方差和小波變換系數(shù),見圖2。根據(jù)小波方差隨尺度a的變化過程圖,確定序列中存在的主要時間尺度,即為周期。

圖2(a)中可以看出各時間尺度的強弱分布, 3～7 a尺度表現(xiàn)非常明顯,16～19 a的尺度較為突出,中心尺度在17 a左右。同時結(jié)合圖2(b),小波方差出現(xiàn)極大值時的時間尺度,得出年徑流量序列存在準(zhǔn)3 a、準(zhǔn)6 a和準(zhǔn)17 a的周期。圖2(c)給出了3 a、6 a和17 a的小波變換系數(shù)過程,正的小波系數(shù)對于徑流量偏大期,負(fù)的小波系數(shù)則對于徑流量偏少期。

2.3 持續(xù)性分析

R/S分析法已被大量用于趨勢預(yù)測的研究中[8-10],顯示了其在非線性趨勢分析中的優(yōu)越性。R/S分析法是由赫斯特 (Hurst)提出的,通過計算時間序列的赫斯特指數(shù)H,根據(jù) H的大小來判斷時間序列是否具有Hurst效應(yīng)。當(dāng)H=0.5時,時間序列是一種隨機游動序列,序列中各個時間的觀測結(jié)果之間完全獨立,相互無依賴,具有隨機性;0≤H＜0.5時,說明時間序列具有長期反相關(guān)性,即未來的總體趨勢與過去相反,過程具有反持續(xù)性,H值越接近0,這種反持續(xù)性越強;0.5＜H≤1時,表明時間序列具有長期正相關(guān)性,即過程具有持續(xù)性,序列未來的變化將與過去的變化趨勢一致,H值越接近1,持續(xù)性越強。

本文運用R/S分析法研究皂河流域年徑流量的持續(xù)特性,計算結(jié)果見圖3。

圖3 年徑流量的R/S分析Fig.3 R/S analysis of annual runoff

由圖3可見,年徑流序列存在明顯的Hurst效應(yīng),其赫斯特指數(shù)H=0.528 6＞0.5,表明徑流序列呈長期正相關(guān)性,徑流過程具有持續(xù)性,未來的年徑流變化將與過去的變化趨勢一致,徑流量2000年以后有增加的趨勢,未來的年徑流量也將延續(xù)這一趨勢,持續(xù)增加,由于 H值略微＞0.5,則說明其持續(xù)性總體表現(xiàn)趨勢較弱。

2.4 突變性分析

許多學(xué)者在用Mann-kendall法分析突變特性這一方面已做了大量的研究[11-12],基本原理文中不予詳述,該方法的應(yīng)用已經(jīng)較為成熟,可大概確定突變點發(fā)生的位置。

給定一定的顯著水平,若統(tǒng)計量UF和UB構(gòu)成的曲線超過了正負(fù)臨界值直線,則表明原序列具有顯著的上升或下降趨勢;若UF和UB構(gòu)成的曲線在臨界值直線內(nèi)有交點,則原序列存在突變跳躍,該交點出現(xiàn)的時刻即為跳躍開始時刻。此處給定α=0.05的顯著水平,分析結(jié)果見圖4。

圖4 年徑流量的M-K檢驗Fig.4 M-K check of annual runoff

由圖4可見,統(tǒng)計量UF和UB構(gòu)成的曲線沒有超出正負(fù)臨界值直線,說明徑流序列變化趨勢不顯著,這與上述趨勢分析結(jié)果基本是一致的。兩條曲線的交點出現(xiàn)在1976、1985年和2006年,年徑流序列在這3個時間發(fā)生突變。

3 結(jié) 語

本文用徑流系數(shù)法推求皂河流域徑流量資料,通過對徑流特性的分析,得出以下結(jié)論:

1)流域年徑流序列年際變化不大,略呈下降趨勢,但此趨勢并不顯著;

2)對徑流量進行小波分析,得出該流域年徑流量存在3 a、6 a和17 a的準(zhǔn)周期;

3)運用R/S分析討論年徑流的持續(xù)性,年徑流序列存在Hurst效應(yīng),具有持續(xù)性,但該持續(xù)性較弱;

4)Mann-kendall檢驗分析年徑流的突變特性,分析結(jié)果為年徑流在1976、1985年和2006年發(fā)生了突變。

因為本文中的徑流量資料是由徑流系數(shù)法推求,主要是由降雨產(chǎn)生的徑流,而非皂河實際入渭徑流,皂河入渭的徑流量還應(yīng)包括部分城市排污水量;并且隨著西安市城市化不斷加劇,流域下墊面性質(zhì)在不斷發(fā)生改變和城市污水排放范圍不斷擴大,而造成文中所用的徑流量數(shù)據(jù)有所偏差。

此外,來自流域外的飲水以及流域自身污水的排放造成了城市徑流量的變化,這些研究都有待進一步的深入。

[1]朱元甡,金光炎.城市水文學(xué) [M].南京:河海大學(xué)出版社,1993.

[2]葉守澤,詹道江.工程水文學(xué) [M].北京:中國水利水電出版社,2000.

[3]柴曉玲.無資料地區(qū)水文分析與計算研究[D].武漢:武漢大學(xué),2005:13-17.

[4]陳 媛,王順久,王國慶,等.金沙江流域徑流變化特性分析 [J].高原山地氣象研究,2010,30(6): 26-30.

[5]沈 冰,黃領(lǐng)梅,阮本清,等.和田綠洲水循環(huán)要素變化特征[J].水利學(xué)報,2003,(5):78-83.

[6]張曉偉,沈 冰,黃領(lǐng)梅.和田河年徑流變化規(guī)律研究[J].自然資源學(xué)報,2007,22(6):949-979.

[7]王文圣,丁 晶,李躍清.水文小波分析[M].北京:化學(xué)工業(yè)出版社,2005.

[8]趙 晶,王乃昂,楊淑華.蘭州城市化氣候效應(yīng)的R/ S分析[J].蘭州大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版,2000,25 (1):122-128.

[9]張利平,王德智,夏 軍,等.R/S分析在洪水變化趨勢預(yù)測中的應(yīng)用研究 [J].中國農(nóng)村水利水電, 2005,(2):38-40.

[10]樊 毅,李 靖,仲遠(yuǎn)見,等.基于R/S分析法德云干熱河谷降水變化趨勢分析 [J].水電能源科學(xué), 2008,26(2):24-27.

[11]葉長青,甘 淑,王文玲,等.元江-紅河干流徑流時序特性及突變分析 [J].長江流域資源與環(huán)境, 2008,17(6):886-891.

[12]徐東霞,章光新,尹雄銳.近50年嫩江流域徑流變化及影響因素分析 [J].水科學(xué)進展,2009,20 (3):416-421.